整合審計對房地產上市企業審計質量的影響研究
——基于盈余管理視角

唐艷輝 王 瑤 陳風霞

(南充職業技術學院 四川 南充 637000)

一、理論分析

在我國正式提出整合審計后，中注協針對整合審計的實際應用陸續發布了指引相關的問題解答，并在不斷完善。2012年，財政部聯合證監會發布的通知中對內部控制規范體系作出了更具體的實施方案。

整合審計意味著會計師事務所在對某一企業實施財務報表審計時須對其內部控制體系設計和執行的有效性和內部控制是否有效等發表審計意見，也意味著在執行財務報表審計程序的同時要結合內部控制審計相關程序去實現相互檢驗，減少審計費用，提高審計效率，減少審計風險，保證審計質量，提高公司治理效果的目的，其中提高審計質量是首要考慮的因素。從目前國內外的研究及實際情況來看，實施整合審計有可行性和必要性基礎，想必在不久的將來會成為會計師事務所的主要業務之一。

我國整合審計起步較晚，關于整合審計的研究文獻主要集中在以下三方面，以理論研究為主：(1)整合審計下，內部審計和財務報表審計的關系評價；(2)執行整合審計的必要性；(3)整合審計對審計質量、審計費用的影響。張龍平等(2009)和謝曉燕等(2009)從審計目標、業務要素、審計方法、證據收集等方面對財務報表審計與內部控制審計的整合進行了深入研究，分析了實施整合審計的必要性和可行性，認為兩者的鑒證對象、審計程序和審計方法雖有所不同，但兩者的最終目的都是提高財務報告的可靠性。朱鳳(2013)通過對2010-2011年上市公司數據分析，認為整合審計對財務報表審計質量有影響但未發現明顯的提升作用。倪小雅等(2015)對整合審計與審計質量關系研究發現與非整合審計相比，執行整合審計企業的審計質量更優，但并不意味著能明顯減少審計費用。郭凝心(2017)通過對滬深主板上市公司經驗數據的實證研究，得出執行整合審計的企業能顯著改善盈余質量，國有企業更愿意實施整合審計，反過來盈余質量高的企業更傾向實施整合審計的結論。

國內關于整合審計的實證研究主要集中在整合審計與審計質量、審計費用的關系上，對整合審計與盈余質量管理有關的實證研究文獻很少，具體到某一行業的研究更是沒有。故本文欲在前人研究的基礎上，從盈余管理視角研究整合審計對某一具體行業(房地產業)審計質量的影響，提出相關建議，豐富相關內容的實證研究。

二、研究假設、變量

(一)相關假設

假設1：實施整合審計的企業與沒實施整合審計的企業盈余質量更好。

本文根據上市企業對整合審計披露的相關信息，將整合審計定義為由同一會計師事務所在同一會計年度對企業既實施財務報告審計又實施內部控制審計的審計行為。執行整合審計，要求注冊會計師須在審計過程中擴大審計的范圍，增加審計程序及測試數量，并進行信息的共享，進而增強其發現企業盈余操縱的能力。若內控有效，在降低財務報告出現重大錯報的同時，還能增強發現企業管理層是否存在進行盈余操縱的可能，識別出企業盈余管理的手段，進而促使企業提高盈余管理質量。

假設2：與盈余質量較低的企業相比，盈余質量高的企業更愿意執行整合審計。

公司的高層管理人員在企業陷入財務困境時，會引起過度投資與投資不足的問題，損害債權人的利益，使得可操縱行應計利潤的風險增加。目前學者們多用可操縱性應計利潤來衡量盈余質量管理水平，企業進行盈余管理行為越多，會計信息就越不可靠，盈余質量越低。由于高質量的審計更能幫注冊會計師發現企業的盈余管理水平并要求企業加以更正，低質量的審計使企業進行盈余操縱的動機更大。而可操縱性應計利潤越低的企業，其盈余質量越高，故企業傾向于選擇高質量的審計，而整合審計能顯著提高審計質量，更能獲取財務報表信息預期使用者的信賴，故企業也更愿意選擇整合審計。

(二)相關變量

1.解釋變量、被解釋變量

假設1中解釋變量是整合審計，被解釋變量是盈余質量；假設2中被解釋變量是整合審計，解釋變量是盈余質量。故現對整合審計、盈余質量的變量設計作簡單闡述。

(1)整合審計

整合審計在本文中定義為由同一會計師事務所在同一會計年度對企業既實施財務報告審計又實施內控審計的審計行為。整合審計(Integrated audit)記為IA，為虛擬變量，實施IA取值1，沒有實施IA記為0。

(2)盈余質量

國內外學者普遍認同盈余質量管理水平可以用來衡量盈余質量，故將其作為盈余質量的替代變量。而衡量盈余管理水平的方法有三種，即應計利潤分離法、具體項目法和盈余分布檢測法。應計利潤分離法使用最廣泛，另外兩種在實際應用時會受到很多限制，故采用應計利潤分離法來作為盈余管理水平的衡量指標。應計利潤分離法常用的使用最廣泛的有四種，分別為瓊斯模型、產業模型、希利模型、迪安戈模型，產業模型又稱為修正的瓊斯模型(修正了應收賬款的影響)，考慮到國內外學者在關于盈余質量的相關實證研究中，對傳統-瓊斯模型和修正-瓊斯模型使用較多，故本文決定采取Dechow et al.(1995)設計的模型，用截面修正的Jones模型來估計房地產上市企業的可操縱性應計利潤，取其絕對值來觀測盈余質量，避免向上與向下盈余的相互影響，若該值取絕對值的數值越大，則企業的盈余質量越低。

2.控制變量

本文選取償債能力(AR)-資產負債率、盈利能力(ROE)-總資產收益率、財務風險(FR)-財務杠桿系數、營運能力(TURNOVER)-總資產周轉率等因素作為控制變量，為了控制年份對模型的影響，加入年度虛擬變量YEAR1-YEAR5分別代表2014年-2018年。

三、模型構建

對于假設1，研究的是執行整合審計與非執行整合審計的企業對盈余質量的影響，模型如下：

DAi|=β0+β1IAi+β2AR+β3ROE+β4FR+β5TURNOVER+β6YEAR1

+β7TEAR2+β8TEAR3+β9TEAR3+β10TEAR4+β11TEAR5+ε

對于假設2，研究盈余質量高低對是否選擇整合審計的影響，模型(邏輯回歸)如下：

Logit(IAi)=β0+β1DAi+β2AR+β3ROE+β4FR+β5TURNOVER+β6YEAR1+β7TEAR2+β8TEAR3+β9TEAR3+β10TEAR4+β11TEAR5+ε

表3.1 實證模型的變量說明

四、實證檢驗及分析結果

本文以2014-2018年我國房地產上市企業(證監會行業分類)為研究樣本，篩選出2014-2018年實施財報審計和實施內部控制審計的企業，剔除帶有“*ST”字樣和相關數據缺失、異常的企業，最終得到樣本數據603個。

(一)描述性統計分析

本研究搜集了2014年到2018年的企業盈余相關數據，共有6個變量，分別為DA(可操控性應計利潤)，IA(整合審計)，ROE(凈資產收益率)，AR(資產負債率)，Turnover(總資產周轉率)和FR(財務杠桿)，匯總分析結果如下表4.1所示。由表可知，因變量DA的均值為0.11，標準差為0.22，說明房地產上市企業的可操作性利潤絕對值比較集中，反映出盈余質量絕對值的起伏較小，盈余水平各有不一。而調查樣本的ROE(盈利能力)的分布比較分散，平均的盈利為整數，也就是有盈利，但波動較大，最小值為-33，最大值為0.37，這可能與房地產企業自身的經營風險有關。自變量IA的均值為0.84，標準差為0.37，說明調查對象中從2014-2018中有84%的樣本企業都曾進行過整合審計，占比很高，這與2012年財政部、中注協重視、鼓勵甚至強制要求上市企業實施整合審計有關。

表4.1 描述性分析

(二)相關性分析

為了研究變量之間的關系，我們對上述的六個變量進行相關性分析，結果如下表4.2所示。由表格可知，IA和AR對因變量DA在5%的置信水平下有顯著性影響，其他變量沒有顯著性影響。IA和DA的相關系數為-0.084(P=0.040)，是負相關，即越執行整合審計的企業(或者是整合審計的次數越多)，其可操縱行應計利潤越少，盈余質量越高，驗證了假設一。AR和DA的相關系數為0.081(P=0.046)，為正相關，說明償債能力是影響盈余質量的一個重要因素且為正相關，AR越高，償債能力越弱，可操縱性應計利潤被操縱的可能性更高，盈余質量越低。其中，我們也應該關注一下其他變量與IA的相關性，ROE、AR和FR在10%的顯著水平下與IA顯著相關，ROE和IA的相關系數為0.128(P=0.002)，AR和IA的相關系數為0.150(P=0.000),都為正相關；而FR和IA的相關系數為-0.068(P=0.097)，為負相關，即企業自身的財務風險越大，選擇執行整合審計的可能性越小。

表4.2 相關性分析結果

為了評估自變量與控制變量的相關性程度，我們對這六個變量還進行了共線性檢驗，結果如下表4.3所示。由表格可知，各個變量的VIF值都是在10以內，而VIF均值為1.04，小于2，也是這個變量之間不存在共線性的問題。

表4.3 共線性檢驗結果

(三)回歸分析

為了詳細地研究各個變量對因變量的影響大小，我們建立了多元線性回歸模型進行分析，并加入了年份的數據作為控制變量(以2014作為參考對象)，回歸結果如下表4.4所示。該模型的整體檢驗F值為1.76(P=0.073)，具有顯著性意義。模型整體的R2為0.026，也就是模型能夠解釋因變量的2.6%的變異度。由表格可知，IA和AR對因變量(DA)有顯著性影響，在5%的顯著水平下有統計學差異。IA(整合審計)每增加一個單位，DA降低0.06個單位(P=0.011)，說明越實施整合審計的房地產企業，盈余質量越高，也驗證了假設一。AR每增加一個單位，DA增加0.12個單位(P=0.014)，反映出資產負債率越高的企業，可操縱性應計利潤進行操縱的概率越大，進而導致盈余質量管理水平低。另外，我們也能看到不同年份對因變量DA的影響沒有顯著差異(P>0.05)。

表4.4 回歸分析結果

為了研究整合審計的影響因素，我們建立了一個邏輯回歸模型，來分析各個變量對IA的影響大小，結果如下表4.5所示。模型的整體卡方檢驗結果為55.04(P=0.000)，模型整體具有顯著性意義。由表格可知，DA對IA有反向的因果關系，DA每增加一個單位，IA的風險值變為原來的0.32倍(P=0.013)，說明若房地產上市企業的可操縱性應計利潤增加導致盈余質量管理水平降低，其選擇整合審計帶來的風險越大，進而不選擇執行整合審計的意愿更強，驗證了假設二。其他的變量，如控制變量ROE和AR對IA都有顯著性影響，ROE每增加一個單位，IA的風險值是變化前的8.3倍，也就是優勢比是8.30(P=0.006)，AR每增加一個單位，IA的風險值是變化前的12.23倍，也就是優勢比是12.23(P=0.000)，反映出控制變量ROE和AR對是是否選擇整合審計有重要影響，間接表明ROE、AR是盈余質量管理水平高低的重要考慮因素。年份變量在5%顯著水平下對IA也有顯著性影響。相對于2014年，2016年的風險值是2.08(P=0.046)，2017年的風險值是1.91(P=0.071)，2018年的風險值是3.72(P=0.002)，總的趨勢是，隨著時間增長，IA的發生率在增加，越來越多的樣本企業執行整合審計，這與近幾年國家鼓勵并要求上市企業進行整合審計的政策有很大關系，房地產行業順應了這一時代要求。

表4.5 邏輯回歸分析結果

五、結論與啟示

本文選取2014-2018年房地產上市企業為研究樣本，基于盈余管理水平的視角去實證分析執行整合審計與不執行整合審計對審計質量的影響以及自身盈余質量高低與是否選擇整合審計的關系。結果發現：整合審計與可操縱性應計利潤為負相關，實施整合審計的房地產上市企業其可操縱性應計利潤越低，盈余質量越好，進而表明執行整合審計與沒有執行整合審計的企業相比，前者的財務報表審計質量更好。這是因為執行整合審計能整合資源、提高效率、降低審計風險，從而提高審計質量。其次，可操縱性應計利潤對整合審計有反向的因果關系，即房地產上市企業自身盈余質量水平高的企業更傾向于選擇整合審計。若房地產上市企業的會計盈余質量水平越高，審計過程中查出盈余管理的可能性越低，就會更傾向于執行高質高效的整合審計，且能減少一定的審計費用。另在相關性研究時，發現衡量成長能力指標之一的BM(賬面市值比)與房地產企業盈余質量管理之間并不存在顯著關系。最后，隨著時間的增長，IA(整合審計)發生率在增加，即越來越多的樣本企業執行整合審計。這與我國內控制度日趨健全，出臺越來越多的適應市場環境的政策制度有關，整合審計已由最開始的自愿實施轉變為今天的上市企業強制實施，且發布了更為完善的審計準則指導整合審計的實際工作。

鑒于如上的研究結論，執行整合審計有利于提高房地產企業的會計盈余質量，進而提高財務報表審計質量，但是整合審計是近幾年的新興產業，其理論研究和實務都存在諸多不完善之處，為更好地推動整合審計的發展，發揮整合審計帶來的效用，提高企業普遍適應性，提出如下建議：

(一)國家層面

國家應當設置專門的監管機構，并盡快確定與強制執行整合審計的相關政策，建立良好且健全的政策環境，監督實施兩項審計與整合審計的企業，引起上市企業對內部控制的重視。

(二)上市企業層面

上市企業應當順應時代要求，設立切實可行、合理的內部控制，培養企業內部審計人員，健全企業內部控制規范體系，并要求企業上下運功嚴格遵守，使內部控制不僅設計合理，更落到實處，有效執行，更好地發揮整合帶來的效用。

(三)會計事務所層面

會計師事務所在進行審計時，盡量說服被審計企業進行整合審計，能提高審計效率和審計質量，節省審計資源，還能提高被審計企業的盈余質量，有利于自身業界聲譽的提升。整合審計是新興業務，注冊會計師應當緊跟潮流，加強業務培訓與政策解讀，強化自身技能，不斷積累與總結經驗，提高專業勝任能力。